丁雪瑞

摘要：本文以1978-2012年的年度財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析，得出模型，對模型進(jìn)行誤差修正進(jìn)而對財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

關(guān)鍵詞：財政收入；GDP；協(xié)整分析

一、研究背景

財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著緊密的聯(lián)系。財政收入是一個國家政府支出的重要來源，是國家利用財政正財調(diào)控經(jīng)濟(jì)和發(fā)展公共事業(yè)的基礎(chǔ)；而一個國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值是反映一國當(dāng)年經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)量的指標(biāo)。所以財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值對于一個國家的經(jīng)濟(jì)有著重要意義。而財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間又存在著密切聯(lián)系。一方面，財政收入是以國內(nèi)經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)的，其多少直接受國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。財政收入增加，以財政收入為基礎(chǔ)的擴(kuò)張性財政政策有利于經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張，從而提高國內(nèi)生產(chǎn)總值。另一方面，由于擠出效應(yīng)，財政收入的過度增長導(dǎo)致政府開支增加，從而減少了社會的有效需求，從而影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。所以，財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值應(yīng)該保持在一個適當(dāng)?shù)谋壤?，分析我國財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)量關(guān)系是很有必要性的，這對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要意義。本文以1978-2012年我國財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行了較為系統(tǒng)的實(shí)證分析和研究。

二、數(shù)據(jù)及研究方法

1.數(shù)據(jù)采集與處理

本文的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，采用的是1978-2012年我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政收入數(shù)據(jù)。為了消除價格的影響，我們采用的數(shù)據(jù)為以1978年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政收入。處理后的數(shù)據(jù)表1所示

2.模型的構(gòu)建

在本文中用GDP來表示調(diào)整過的國內(nèi)生產(chǎn)總值，用CZSR來表示調(diào)整過的財政收入，應(yīng)用eviews7.2得出，CZSR和GDP之間的散點(diǎn)圖如下

3.模型的檢驗(yàn)

在應(yīng)用傳統(tǒng)的回歸方法進(jìn)行估計和檢驗(yàn)的前提條件是所用的數(shù)據(jù)必須具有平穩(wěn)性，不然容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。本文采用的數(shù)據(jù)位時間序列數(shù)據(jù)，可能存在非平穩(wěn)性。所以本文首先應(yīng)用單位根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)各變量的時間序列是否平穩(wěn)，如果是平穩(wěn)的，則看這兩個變量是否同階單整，如果是同階單整的則二者可能存在協(xié)整關(guān)系，再對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。最后對兩個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（1）單位根檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)CZSR和GDP的時候，本文采用的是ADF檢驗(yàn)方法，CZSR時間序列以及CZSR的一階差分序列DCZSR都存在單位根，所以它們都是不平穩(wěn)的時間序列。CZSR的二階差分序列不存在單位根，所以CZSR的二階差分序列式是平穩(wěn)的時間序列。

圖2CZSR的二階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

同理對序列{GDPt}做同樣的處理，可以得出序列{GDPt}時間序列的二階差分是平穩(wěn)的。GDP和CZSR都是二階單整的，它們之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。

（2）協(xié)整的檢驗(yàn)（Engle-Granger檢驗(yàn)）

本文采用Engle- Granger兩步法，對CZSR和GDP兩個變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于序列{GDPt}，{CZSRt}都是I（2），因此它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。對模型CZSRt=β1+β2GDPt+μt應(yīng)用最小二乘法進(jìn)行（OLS）回歸?；貧w結(jié)果如表

由回歸結(jié)果可知，結(jié)果是顯著的，并且R2=0.984429，估計的回歸模型為CZSRt=-91.77378+0.214448 GDPt +μt但是這個回歸結(jié)果是根據(jù)兩個同階單整的非平穩(wěn)隨機(jī)過程直接回歸得到到，有可能存在偽回歸問題，所以不能輕易接受這個結(jié)果。所以我們還要對回歸方程的殘差序列進(jìn)行單整分析。

提取殘差序列，在命令窗口中輸入genru=resid，使得時間序列{Ut}等于殘差序列，然后判定序列{Ut}的單整性。同樣，對時間序列{Ut}進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下圖

圖7{Ut}時間序列單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由ADF檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)可知，在5%顯著水平下，可以拒絕{Ut}存在單位根的原假設(shè)，所以在5%顯著水平下殘差序列{Ut}是平穩(wěn)的隨機(jī)過程，是I（0）。由此，我們可以得出結(jié)論，原序列{GDPt}，{CZSRt}均是I（2），而對它們進(jìn)行靜態(tài)回歸后得到的殘差項是平穩(wěn)的。時間序列{GDPt}和{CZSRt} 之間存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，如下式所示：

CZSR=-91.77378 + 0.214448*GDP

（3）誤差修正

財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間有長時間的均衡關(guān)系。但是從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式中的μt看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把財政收入的短期變化和長期變化聯(lián)系起來。

操作過程如下，協(xié)整檢驗(yàn)之后，在命令窗口中輸入“genr dczsr=d（czsr）”，得到時間序列{CZSRt}的一階差分序列{dczsrt}，同理得到時間序列{GDPt}的一階差分序列{dgdpt}，以穩(wěn)定的時間序列{ut}作為誤差修正項，建立如下模型

Dczsrt=β1.dgdpt+βdgdpt-1+λμt

對該模型進(jìn)行最小二乘法估計，估計結(jié)果如下表所示

從而得出誤差修正模型的估計結(jié)果，如下式

DCZSR = 0.232797*DGDP + 0.022281*DGDP（-1） + 0.079451*U（-1）

三、主要結(jié)論

本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，ECM誤差修正并進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，對1978-2012年我國的財政收入指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行了實(shí)證分析，可以得出以下結(jié)論：

第一，通過EG兩步檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，殘差序列{μt}是平穩(wěn)的，即殘差序列{μt}是I（0）。表明財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著協(xié)整關(guān)系。這個結(jié)果可以證明在長期內(nèi)財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值是相互影響的。應(yīng)用最小二乘法估計可以得出，財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期關(guān)系式，CZSR = -91.77378 + 0.214448*GDP，CZSR對GDP的長期彈性為0.214448。

第二，利用誤差修正模型得出財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系式為，DCZSR = 0.232797*DGDP + 0.022281*DGDP（-1） + 0.079451*U（-1）。CZSR對GDP的短期彈性為0.232797，短期彈性大于長期彈性。（作者單位：四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

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注解：

①數(shù)據(jù)的處理方法為，設(shè)1978年的國內(nèi)生產(chǎn)總值為100，同時對1978-2012年的財政收入采取同樣的處理方式即，CZSRt/GDP1978*100